收入差距對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體健康影響的異質(zhì)性分析

湯穎梅, 尼楚君, 王懷明

(南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,江蘇 南京 210095)

一、引言

自1962年Mushkin提出健康是人力資本重要構(gòu)成因素觀點(diǎn)以來(lái)[1]，很多學(xué)者開(kāi)始從經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度研究影響人們健康的決定因素。絕大部分研究成果認(rèn)為收入是影響健康的決定因素之一。近年來(lái)，隨著收入水平的提高，收入差距也在不斷擴(kuò)大，收入差距與健康的關(guān)系已成為目前國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)學(xué)者們研究的核心問(wèn)題之一。

Wilkinson和Pickett在對(duì)以往的文獻(xiàn)整理后發(fā)現(xiàn)，70%以上的文獻(xiàn)認(rèn)為較大的收入差距對(duì)居民的健康會(huì)產(chǎn)生不利影響[2]。但是，得此結(jié)論的文獻(xiàn)所利用的數(shù)據(jù)大部分來(lái)自跨國(guó)、一國(guó)內(nèi)各州或各大都市層面的數(shù)據(jù)[3-7]，而在利用社區(qū)、家庭層面的數(shù)據(jù)研究收入差距與健康的關(guān)系的文獻(xiàn)中，只有45%驗(yàn)證了收入差距假說(shuō)[8-11]。

我國(guó)關(guān)于收入差距與健康關(guān)系的研究最具有代表性的是：齊良書(shū)基于Logit模型，利用CHNS數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了城鄉(xiāng)居民健康與收入不平等之間的相互關(guān)系，發(fā)現(xiàn)收入差距與健康的關(guān)系存在城鄉(xiāng)和職業(yè)差異[12];封進(jìn)等利用1997和2000年CHNS數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)農(nóng)村收入差距與健康的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)收入差距的擴(kuò)大會(huì)加劇健康不平等，并且對(duì)低收入人群健康更不利[13]。

從國(guó)外研究來(lái)看，盡管部分研究考慮到數(shù)據(jù)的多層性，即收入差距是屬于宏觀水平的數(shù)據(jù)，而居民健康是屬于微觀水平的數(shù)據(jù)，微觀水平的數(shù)據(jù)嵌套于宏觀水平的數(shù)據(jù)中，但研究結(jié)論卻不盡一致。究其原因，我們發(fā)現(xiàn)大部分文獻(xiàn)只關(guān)注收入差距對(duì)健康的直接效應(yīng)，鮮有文獻(xiàn)分析收入差距對(duì)居民個(gè)體健康影響的異質(zhì)性，即分析收入差距是否會(huì)影響微觀因素(如個(gè)體收入水平、個(gè)體特征等)對(duì)居民個(gè)體健康效應(yīng)。如果收入差距對(duì)健康的直接效應(yīng)不明顯，但會(huì)影響微觀因素對(duì)居民個(gè)體健康的效應(yīng)，例如會(huì)影響居民家庭人均收入對(duì)其健康的效應(yīng)，那么我們就不能簡(jiǎn)單地認(rèn)為收入差距與居民健康不相關(guān)。之所以收入差距對(duì)居民個(gè)體健康影響具有異質(zhì)性，是因?yàn)椋旱谝?，每個(gè)居民都不是獨(dú)立存在的，而是隸屬于某個(gè)家庭、某個(gè)地區(qū)。對(duì)于不同地區(qū)的居民其個(gè)體健康會(huì)體現(xiàn)出明顯地域差異，即統(tǒng)計(jì)學(xué)中的組間異質(zhì)性(用ICC來(lái)衡量)。第二，如果居民個(gè)體健康存在組間異質(zhì)性，那么微觀因素對(duì)居民個(gè)體健康的效應(yīng)也可能存在組間差異。第三，收入差距作為組變量可能會(huì)在一定程度上解釋居民個(gè)體健康的組間差異以及微觀因素對(duì)居民個(gè)體健康效應(yīng)的組間差異。

與國(guó)際研究相比，目前我國(guó)關(guān)于收入差距對(duì)居民健康影響的實(shí)證研究在廣度和深度上都有待于進(jìn)一步拓展。已有文獻(xiàn)忽視了收入差距和居民健康數(shù)據(jù)的多層次性，從計(jì)量的角度來(lái)看，忽視數(shù)據(jù)的多層性可能會(huì)導(dǎo)致忽視組間居民健康異質(zhì)性(ICC)問(wèn)題的存在，即使一個(gè)很小的ICC也可能會(huì)導(dǎo)致較大的估計(jì)偏差[14-15]。更重要的是，我國(guó)鮮有針對(duì)收入差距對(duì)居民健康影響異質(zhì)性問(wèn)題的研究。

自改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)收入差距在不斷擴(kuò)大，農(nóng)村內(nèi)部收入差距也在不斷擴(kuò)大，其基尼系數(shù)1978年為0.21，到2008年已經(jīng)接近0.45[注]參見(jiàn)RAVALLION MARTIN，CHEN SHAOHUA.China’s(uneven) Progress against Poverty[J].Journal of Development Economics，2007,82:1-42.2002年后的數(shù)據(jù)是筆者根據(jù)文章方法推算而得。。雖然我國(guó)居民健康水平不斷提高，但是農(nóng)村居民要遠(yuǎn)差于城市居民，而且我國(guó)農(nóng)村人口仍占有較大比重[注]根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)計(jì)算，截至2009年底，我國(guó)農(nóng)村人口占全國(guó)人口的54.32%。。基于以上考慮，本文的研究目標(biāo)是利用2006年中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)，通過(guò)建立多層Logistic回歸模型來(lái)分析我國(guó)農(nóng)村收入差距對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體健康影響的異質(zhì)性。本研究試圖回答以下問(wèn)題：第一，農(nóng)村居民個(gè)體健康是否存在組間異質(zhì)性？如果是，收入差距能否在一定程度上解釋組間異質(zhì)性？第二，微觀因素(如家庭人均收入、性別和年齡等)的斜率是否具有隨機(jī)性，即微觀因素對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體健康的影響是否也存在組間質(zhì)性？是否受收入差距變化的影響？第三，收入差距與微觀因素之間是否具有跨層交互作用，即收入差距對(duì)隨機(jī)性微觀因素的斜率調(diào)節(jié)作用如何？

二、研究模型

我國(guó)關(guān)于收入差距與個(gè)體健康關(guān)系的研究所使用的模型通常是單一水平分析模型，或微觀水平分析模型，或宏觀水平分析模型。然而，單一水平分析模型忽視了數(shù)據(jù)的多層性，從而忽視了組間異質(zhì)性的存在，會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏。為了估計(jì)無(wú)偏性，本文采用多層Logistic回歸模型來(lái)分析我國(guó)農(nóng)村收入差距對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體健康影響的異質(zhì)性問(wèn)題。

多層Logistic回歸模型包括宏觀水平模型(縣水平模型)和微觀水平模型(個(gè)體水平模型)兩個(gè)部分，主要解決數(shù)據(jù)多層性問(wèn)題。建立多層Logistic回歸模型主要包括以下四個(gè)步驟：

第一步，建立空模型(式(1)和式(2)所示)，即本研究的模型Ⅰ。該模型的縣水平模型和個(gè)體水平模型只包括截距和干擾項(xiàng)，主要檢驗(yàn)不同縣農(nóng)村居民個(gè)體健康的異質(zhì)性。

(1)

縣水平模型：

β0j=γ00+μ0j

(2)

不同地區(qū)農(nóng)村居民個(gè)體健康是否存在異質(zhì)性主要通過(guò)組內(nèi)相關(guān)系數(shù)(ICC)來(lái)衡量，利用該模型的回歸系數(shù)來(lái)計(jì)算。Shrout和Fleiss將ICC定義為組間方差與總方差之比[16]：

(3)

第二步，建立模型Ⅱ，即將縣水平的自變量加入到模型Ⅰ的縣水平模型中(式(4)所示)，而個(gè)體水平模型式(2)保持不變。模型Ⅱ主要分析收入差距在多大程度上能夠解釋不同地區(qū)農(nóng)村居民個(gè)體健康的異質(zhì)性。

縣水平模型：

β0j=γ00+γ01ω1j+μ0j

(4)

其中，ω1j表示各個(gè)組(縣)水平上的收入差距。

第三步，模型Ⅲ的建立。將個(gè)體水平模型的自變量加入到模型Ⅱ中得到模型Ⅲ。公式(5)為個(gè)體水平模型，縣水平模型為式(6)所示。模型Ⅲ用來(lái)檢驗(yàn)微觀因素對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體健康效應(yīng)是否具有隨機(jī)性，即微觀因素對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體健康的影響是否會(huì)因收入差距的不同而產(chǎn)生變化。

β8jX8ij+β9jX9ij+β10jX10ij+β11jX11ij+eij

(5)

其中，P表示事件發(fā)生的概率；Yij表示健康指標(biāo)；βij是第一層次的區(qū)域j中個(gè)體i的自變量；X1ij表示較低的家庭人均收入；X2ij表示中等家庭人均收入；X3ij表示較高的家庭人均收入；X4ij表示年齡為18-44歲的農(nóng)村居民；X5ij表示年齡為45-59歲的農(nóng)村居民；X6ij表示年齡為60歲及以上的農(nóng)村居民；X7ij表示性別；X8ij為教育程度；X9ij表示婚姻狀況；X10ij表示醫(yī)療利用狀況；X11ij表示農(nóng)村居民吸煙的情況；eij表示個(gè)體水平上的隨機(jī)效用，并假定其均值為零獨(dú)立方差為σ2的正態(tài)分布。

縣水平模型：β0j=γ00+γ01ω1j+μ0j

β1j=γ10+γ11ω1j+μ1j

……

β10j=γ100+γ101ω1j+μ10j

(6)

其中，μ0j，μ1j，…，μ10j表示組水平上的隨機(jī)效用，并假定其均值為零獨(dú)立方差為σ2的正態(tài)分布。

通過(guò)模型Ⅲ對(duì)每個(gè)微觀因素隨機(jī)性的檢驗(yàn)，如果某微觀因素是隨機(jī)的，說(shuō)明該微觀因素對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體健康的效應(yīng)會(huì)因縣的不同而發(fā)生變化。

第四步，建立模型Ⅳ。模型Ⅳ根據(jù)模型Ⅲ對(duì)微觀因素隨機(jī)性的檢驗(yàn)結(jié)果，分析收入差距與隨機(jī)性的微觀因素的跨層交互作用。跨層交互作用主要是說(shuō)明收入差距如何調(diào)節(jié)微觀因素對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體健康的效應(yīng)。例如，如果較低的家庭人均收入對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體健康效應(yīng)是隨機(jī)的，而其他微觀因素對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體健康的效應(yīng)是固定的，那么模型Ⅳ如下：

β8X8ij+β9X9ij+β10X10ij+β10X10ij+eij

(7)

縣水平模型：β0j=γ00+γ01ω1j+μ0j；β1j=γ10+γ11ω1j+μ1j

(8)

Yij=γ00+γ01ωj+γ10X1ij+γ11ωjX1ij+β2X2ij+β3X3ij+β4X4ij+β5X5ij+β6X6ij+β7X7ij+

β8X8ij+β9X9ij+β10X10ij+β11X11ij+(μ0j+X1ijμ1j+eij)

(9)

模型Ⅳ中，ωjX1ij為收入差距與較低的家庭人均收入的跨層交互作用，其系數(shù)γ11用來(lái)測(cè)量收入差距對(duì)農(nóng)村居民較低的家庭人均收入影響其健康的調(diào)節(jié)作用。

三、數(shù)據(jù)與變量

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于“中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查”(CHNS)2006年的調(diào)查。本文將農(nóng)村數(shù)據(jù)分為宏觀水平和微觀水平兩個(gè)水平進(jìn)行分析。宏觀水平限定在農(nóng)村點(diǎn)的縣級(jí)水平，主要是因?yàn)椋旱谝唬?jì)算收入差距所涉及的區(qū)域不能太??；第二，每個(gè)縣的村民生活習(xí)慣等都可能具有一定的相似性。宏觀水平一共有36組。微觀水平是每個(gè)縣的年齡在18歲及以上的農(nóng)村居民，原因?yàn)椋旱谝?，年齡小于18歲的大部分農(nóng)村居民還在接受教育導(dǎo)致教育程度無(wú)法衡量；第二，該部分的大部分農(nóng)村居民還沒(méi)有收入。在現(xiàn)實(shí)中，教育和收入都是影響健康的關(guān)鍵因素。除去無(wú)效數(shù)據(jù)的部分，微觀水平一共有6428個(gè)觀測(cè)值。

(二)變量定義

1.因變量的選取

世界衛(wèi)生組織(WHO)把健康定義為：一種體質(zhì)、精神和社會(huì)福利均屬完善的狀態(tài)。已有文獻(xiàn)表明，微觀研究一般使用生活質(zhì)量指標(biāo)(QWB)[17-18]、多個(gè)與健康相關(guān)的指標(biāo)[19-20]、對(duì)多個(gè)與健康相關(guān)指標(biāo)提取公因子[21-22]、個(gè)人的自評(píng)健康[9,12-13,18]等來(lái)衡量健康，但使用最多的還屬個(gè)人的自評(píng)健康，因?yàn)樵摂?shù)據(jù)獲得較容易也較可靠，Allison和Foster的研究也表明，自評(píng)健康與其他客觀的健康指標(biāo)是高度相關(guān)的，因此，本文選擇自評(píng)健康作為結(jié)局變量。中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)的調(diào)查問(wèn)卷中有關(guān)自評(píng)健康的詢(xún)問(wèn)方式為：“與同齡人相比，您覺(jué)得自己的健康狀況怎么樣？”，選項(xiàng)包括“1.非常好；2.好；3.一般；4.差”。本文將答案為“非常好”和“好”的個(gè)體認(rèn)為是健康的，取值為1；答案為“一般”和“差”的為亞健康，取值為0。

2.自變量的選取

(1)收入差距

本文選擇基尼系數(shù)作為衡量縣級(jí)收入差距的指標(biāo)。通過(guò)對(duì)36個(gè)縣的基尼系數(shù)的計(jì)算[注]根據(jù)CHNS(2006)數(shù)據(jù)整理的各個(gè)縣的家庭收入和家庭人員數(shù)計(jì)算得來(lái)。，本文將基尼系數(shù)劃分為大于0.4和小于0.4兩部分。大于0.4的，表明收入差距較大，取值為1；小于0.4的部分，表明收入差距屬于合理范圍，取值為0。

(2)家庭人均收入、性別、年齡、教育程度、婚姻狀況、生活習(xí)慣(吸煙)以及醫(yī)療使用狀況

本文根據(jù)2007年《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》將家庭人均收入數(shù)據(jù)分為低、中和高三個(gè)級(jí)別。根據(jù)聯(lián)合國(guó)世界衛(wèi)生組織對(duì)年齡段的劃分標(biāo)準(zhǔn)，將年齡段分為青年(18-44歲)、中年(45-59歲)和老年(60歲以上)三個(gè)階段。性別為男，取值為1,否則0;教育程度為高中以下的學(xué)歷取值為0，其他為1;未婚取值為0，否則為1;吸煙取值為1，否則為0;醫(yī)療利用狀況根據(jù)問(wèn)題中關(guān)于“您生病了，會(huì)怎么做？”的回答，去正規(guī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的取值為1，否則為0。

四、回歸結(jié)果分析

本文基于多層Logistic回歸模型，運(yùn)用殘差虛擬似然法(RSPL)來(lái)估計(jì)農(nóng)村縣級(jí)收入差距對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體健康的影響。本文所使用的軟件為SAS 9.1.3。

(一)關(guān)于農(nóng)村居民個(gè)體健康組間異質(zhì)性的分析

通過(guò)模型Ⅰ回歸結(jié)果來(lái)測(cè)算組內(nèi)相關(guān)系數(shù)(ICC)。如果組內(nèi)相關(guān)系數(shù)顯著不為零，那么說(shuō)明各個(gè)縣農(nóng)村居民個(gè)體健康存在組間異質(zhì)性；反之亦然。如果各個(gè)縣農(nóng)村居民個(gè)體健康存在組間差異，那么通過(guò)模型Ⅱ來(lái)檢驗(yàn)收入差距是否能夠解釋該差異性。模型Ⅰ和模型Ⅱ的回歸結(jié)果分別如表1、表2所示。

表1 模型Ⅰ的回歸結(jié)果

表2 模型Ⅱ的回歸結(jié)果

在表1回歸結(jié)果中，隨機(jī)截距的方差估計(jì)值為0.4，殘差的方差估計(jì)值為0.26，且均在1%的水平上顯著，由此得出的組內(nèi)相關(guān)系數(shù)(ICC)為0.072[注]這一結(jié)果是根據(jù)式(3)計(jì)算得來(lái)的，在SAS程序中可以直接得出結(jié)果。，且在1%的水平上顯著。這一結(jié)果一方面表明了各個(gè)縣的農(nóng)村居民個(gè)體健康存在異質(zhì)性，而且7.2%的差異是由縣的不同所引起的；另一方面，從計(jì)量角度來(lái)講，說(shuō)明了使用多層回歸模型的必要性，因?yàn)楹苄〉慕M內(nèi)相關(guān)系數(shù)會(huì)導(dǎo)致估計(jì)有偏。此外，回歸結(jié)果中的梯度是用來(lái)測(cè)量參數(shù)求解的穩(wěn)定性，梯度值越小，證明模型估計(jì)的求解越穩(wěn)定，回歸結(jié)果中的梯度值證明了模型1的估計(jì)有穩(wěn)定的求解。在表2的回歸結(jié)果中，隨機(jī)截距的方差估值為0.01，明顯小于表1的隨機(jī)截距的方差估計(jì)值，且在1%的水平上顯著，表明收入差距能夠解釋各個(gè)縣的農(nóng)村居民個(gè)體健康存在的異質(zhì)性。

(二)檢驗(yàn)微觀因素對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體健康效應(yīng)的隨機(jī)性

表1的回歸結(jié)果表明農(nóng)村居民個(gè)體健康存在顯著的組間異質(zhì)性，接下來(lái)我們要檢驗(yàn)微觀因素(如家庭人均收入、年齡、性別、教育程度、婚姻狀況、醫(yī)療利用狀況以及吸煙)對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體健康的效應(yīng)是否也存在組間異質(zhì)性，即這些變量的斜率是否是隨機(jī)的。模型Ⅲ用來(lái)檢驗(yàn)個(gè)體水平模型中各微觀因素的斜率在組間是否有顯著變化，即檢驗(yàn)各微觀因素斜率的隨機(jī)性。如果某微觀因素通過(guò)Wald Z統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)，說(shuō)明該變量對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體健康產(chǎn)生的效應(yīng)會(huì)因組的不同而發(fā)生顯著變化，本模型的回歸結(jié)果如表3所示。

表3 模型Ⅲ的回歸結(jié)果

注：個(gè)體水平模型中隨機(jī)系數(shù)變異的顯著性檢驗(yàn)為單側(cè)檢驗(yàn)。

通過(guò)表3的回歸結(jié)果，我們可以看出低收入、中等收入和高收入的分別在1%、1%和10%水平上通過(guò)檢驗(yàn)；年齡段為18-44歲、45-59歲和60歲及以上對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體健康的影響分別在5%、1%和1%水平上通過(guò)檢驗(yàn)；醫(yī)療利用狀況在5%的水平上通過(guò)檢驗(yàn)；性別、教育程度、婚姻狀況和吸煙對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體健康的影響組間差異不顯著。這一結(jié)果表明農(nóng)村居民家庭收入和年齡對(duì)其健康產(chǎn)生的效應(yīng)存在組間異質(zhì)性，這就說(shuō)明該差異性需要通過(guò)縣級(jí)變量來(lái)解釋。

(三)收入差距對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體健康影響的異質(zhì)性分析

模型Ⅲ表明收入、年齡對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體健康效應(yīng)存在組間異質(zhì)性，且差異性需要通過(guò)縣級(jí)變量來(lái)解釋?zhuān)敲词杖氩罹嘧鳛榭h級(jí)變量是否會(huì)影響微觀因素對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體健康的效應(yīng)？如果會(huì)產(chǎn)生影響，影響是怎樣的，即收入差距擴(kuò)大是加強(qiáng)還是減弱了微觀因素對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體健康的效應(yīng)？本研究通過(guò)模型Ⅳ來(lái)分析收入差距對(duì)收入和年齡斜率是否會(huì)產(chǎn)生影響以及起到的調(diào)節(jié)作用。

1.收入差距對(duì)不同收入水平斜率的影響

表4 收入差距對(duì)不同收入水平斜率的影響

不同收入水平的斜率表明不同收入水平對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體健康產(chǎn)生的效應(yīng)。表4的回歸結(jié)果顯示較大的基尼系數(shù)對(duì)較低家庭人均收入斜率的影響為1.18，大于對(duì)中等家庭人均收入(1.03)和較高的家庭人均收入(0.94)斜率的影響，且在5%的水平上顯著。這一結(jié)果表明較低的家庭人均收入對(duì)健康的效應(yīng)隨著收入差距不同而會(huì)產(chǎn)生顯著變化。

表4的回歸結(jié)果同時(shí)還顯示了收入差距與不同收入水平的跨層交互作用，跨層交互作用的系數(shù)是用來(lái)測(cè)算收入差距對(duì)不同收入水平斜率的調(diào)節(jié)作用，即農(nóng)村居民個(gè)體收入對(duì)其健康效應(yīng)隨收入差距擴(kuò)大是加強(qiáng)的還是減弱的。低收入與基尼系數(shù)的交互作用為0.71，小于中等收入(1)與高收入(1.55)的相互作用，且在10%的水平上顯著。收入差距與收入的交互作用的發(fā)生率小于1，說(shuō)明收入差距會(huì)弱化收入對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體健康的效應(yīng)，反之則加強(qiáng)。表4交互作用的回歸結(jié)果表明收入差距的擴(kuò)大會(huì)弱化較低的家庭人均收入對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體健康的效應(yīng)，并且這種弱化效應(yīng)較顯著；而對(duì)于擁有較高的家庭人均收入的農(nóng)村居民群體和擁有中等家庭人均收入的農(nóng)村居民群體，收入差距對(duì)其斜率的調(diào)節(jié)作用不顯著。

2.收入差距對(duì)不同年齡段斜率的影響

不同年齡段的斜率表明不同年齡段對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體健康產(chǎn)生的效應(yīng)。根據(jù)表5所示，我們可以看出收入差距對(duì)年齡段為45-59歲的斜率的影響為1.04，要大于對(duì)年齡段為18-44歲(0.95)和年齡段為60歲及以上(0.95)斜率的影響，而且只有對(duì)年齡段為45-59歲的斜率的影響在10%水平上顯著，對(duì)其他年齡段的斜率的影響不顯著。這一結(jié)果表明，收入差距對(duì)年齡在45-59歲農(nóng)村居民個(gè)體健康的影響較大。

表5 收入差距對(duì)不同年齡段斜率的影響

表5回歸結(jié)果還顯示了收入差距與不同年齡段的跨層交互作用。交互作用的回歸系數(shù)是用來(lái)測(cè)算收入差距對(duì)不同年齡段斜率影響的調(diào)節(jié)作用，即收入差距的擴(kuò)大是加強(qiáng)還是弱化了年齡對(duì)健康的效應(yīng)。表5的回歸結(jié)果中年齡為45-59歲農(nóng)村居民與基尼系數(shù)的交互作用為0.81，明顯小于年齡段為18-44歲(1.03)和年齡段為60歲及以上(1.31)農(nóng)村居民與基尼系數(shù)的交互作用，說(shuō)明了收入差距的擴(kuò)大會(huì)加快年齡段為45-59歲年齡農(nóng)村居民個(gè)體健康狀況的下降，且調(diào)節(jié)作用顯著；對(duì)年齡段為18-44歲以及年齡段為60歲及以上的調(diào)節(jié)作用不明顯。

五、結(jié)論

本文利用2006年中國(guó)營(yíng)養(yǎng)與健康調(diào)查數(shù)據(jù)，以18歲及以上的農(nóng)村居民為研究對(duì)象，分析了農(nóng)村收入差距對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體健康影響的異質(zhì)性。結(jié)果表明：(1)不同縣的農(nóng)村居民個(gè)體健康存在異質(zhì)性，而且不同縣的農(nóng)村居民個(gè)體健康的7.2%差異可以由縣級(jí)變量來(lái)解釋。收入差距作為縣級(jí)變量在一定程度上能夠解釋農(nóng)村居民個(gè)體健康的異質(zhì)性。(2)農(nóng)村居民家庭人均收入和年齡的斜率具有隨機(jī)性，說(shuō)明農(nóng)村居民家庭人均收入和年齡對(duì)其健康的效應(yīng)存在組間異質(zhì)性，會(huì)隨縣的不同而發(fā)生變化，且收入差距作為縣級(jí)變量能夠解釋收入和年齡效應(yīng)的組間差異性。(3)收入差距對(duì)不同收入的農(nóng)村居民個(gè)體健康影響不同，對(duì)低收入人群的影響更大，且收入差距的擴(kuò)大會(huì)弱化較低的家庭人均收入對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體健康的效應(yīng)；收入差距對(duì)不同年齡段人群的影響不同，對(duì)年齡為45-59歲的農(nóng)村居民個(gè)體健康的影響更大，且收入差距的擴(kuò)大會(huì)加快年齡段為45-59歲的農(nóng)村居民個(gè)體健康狀況的下降。

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